王 軍，王 昆

（中國(guó)石油大學(xué)（華東）經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，山東青島266580）

0 引言

金融部門作為現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)的核心部門之一，對(duì)資源配置起著關(guān)鍵性作用。自我國(guó)改革開放以來，我國(guó)經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期保持中高速增長(zhǎng)。而經(jīng)濟(jì)的快速增長(zhǎng)，尤其經(jīng)濟(jì)體量的大幅擴(kuò)張和資金的快速積累，有利于為金融業(yè)發(fā)展創(chuàng)造有效的外部市場(chǎng)環(huán)境。在此經(jīng)濟(jì)背景下，探尋我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與金融發(fā)展之間的關(guān)聯(lián)作用關(guān)系，有利于進(jìn)一步深化對(duì)我國(guó)金融要素與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)兩者之間關(guān)系的認(rèn)識(shí)，增強(qiáng)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的互動(dòng)性，提升我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)潛力。

關(guān)于金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，學(xué)術(shù)界的觀點(diǎn)主要分為兩類。一是兩者之間存在單向關(guān)系，如Graff和Karmann（2004）[1]認(rèn)為金融發(fā)展是實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的一個(gè)必要條件，其通過促進(jìn)資本積累和提高分配效率以推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；二是以Padtrick（1966）[2]為代表，認(rèn)為兩者之間存在雙向關(guān)系，金融與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的雙向作用取決于一個(gè)經(jīng)濟(jì)體所處的發(fā)展階段。在發(fā)展初期，金融通過服務(wù)的供給擴(kuò)張來刺激經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而到了發(fā)展的高級(jí)階段，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)金融發(fā)展產(chǎn)生引致性服務(wù)需求。

縱觀我國(guó)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系研究的既有文獻(xiàn)[3-6]，研究視角集中為把金融發(fā)展拆分為金融發(fā)展規(guī)模、效率、市場(chǎng)結(jié)構(gòu)等不同要素，但是從整體金融發(fā)展來分析兩者之間關(guān)系的研究相對(duì)缺乏?；c此，本文首先測(cè)度我國(guó)1996—2015年的金融發(fā)展綜合水平（FCL），然后利用VAR模型來研究?jī)烧咧g的非對(duì)稱性關(guān)系，并分析導(dǎo)致這種結(jié)果的內(nèi)在原因。

1 金融綜合水平測(cè)度

參考既有文獻(xiàn)設(shè)計(jì)的金融發(fā)展評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，本文從金融發(fā)展規(guī)模、效率和金融市場(chǎng)結(jié)構(gòu)這三個(gè)維度來對(duì)我國(guó)的金融發(fā)展綜合水平進(jìn)行評(píng)價(jià)。金融發(fā)展規(guī)模指標(biāo)衡量，一般常用Goldsmith指標(biāo)（金融資產(chǎn)所占規(guī)模），以我國(guó)存貸款總額相對(duì)于整體經(jīng)濟(jì)的規(guī)模來度量。金融發(fā)展效率，利用貸款總額/存款總額來刻畫金融產(chǎn)業(yè)對(duì)社會(huì)資金的利用效率，其效率高低反映著金融資產(chǎn)對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的有效支撐程度。金融市場(chǎng)結(jié)構(gòu)代表直接融資和間接融資兩者之間結(jié)構(gòu)的比例，我國(guó)直接融資市場(chǎng)發(fā)育程度，以股票交易總額/貸款總額來度量具有一定代表性。根據(jù)上述分析，構(gòu)建如表1所示的評(píng)價(jià)指標(biāo)體系。

表1 金融綜合水平評(píng)價(jià)指標(biāo)體系

設(shè)計(jì)的指標(biāo)數(shù)據(jù)結(jié)果如下頁(yè)表2所示，數(shù)據(jù)來源于中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒。

熵值法、德爾菲法、AHP法、因子分析法、主成分分析法都是常用的綜合指標(biāo)測(cè)度方法，但是熵值法相較于德爾菲法和AHP在指標(biāo)權(quán)重設(shè)計(jì)上相對(duì)客觀。因?yàn)檫@兩種方法依賴于專家評(píng)分，主觀性較強(qiáng)，而因子分析法、主成分分析法適用于變量較多的情況。由于本文數(shù)據(jù)變量指標(biāo)較少，僅有三個(gè)，因此適宜采用熵值法進(jìn)行綜合測(cè)算。熵是物理學(xué)中的一個(gè)重要概念，是對(duì)不確定狀況的度量。在信息論中，信息熵表示一個(gè)系統(tǒng)的有序程度，信息熵越大，系統(tǒng)有序程度越高，效用值越低。

表2 我國(guó)相關(guān)金融指標(biāo)數(shù)據(jù)

熵值法的計(jì)算步驟：首先對(duì)指標(biāo)數(shù)據(jù)進(jìn)行變換，標(biāo)準(zhǔn)化處理，由于本文所設(shè)計(jì)的指標(biāo)都為正向指標(biāo)，其標(biāo)準(zhǔn)化變換方式如公式（1）所示；然后分別進(jìn)行指標(biāo)值的權(quán)重計(jì)算，如公式（2）所示；指標(biāo)的熵值（信息熵）計(jì)算如公式（3）所示；指標(biāo)差異性系數(shù)（效用值)的計(jì)算如公式（4）所示；計(jì)算指標(biāo)權(quán)重如公式（5）所示。整個(gè)計(jì)算過程示意如下：

首先對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行平滑處理。任何數(shù)據(jù)都是由趨勢(shì)成分和波動(dòng)成分組成。

采用HP濾波方法剔除其趨勢(shì)成分，得到其波動(dòng)成分，作為新的變量。本文中m=19，n=3，根據(jù)上述步驟，處理結(jié)果如表3所示。

表3 熵值法輸出結(jié)果

利用公式（5）和表3的結(jié)果進(jìn)行加權(quán)求和，得到我國(guó)金融綜合水平測(cè)度結(jié)果如表4所示。

表4 我國(guó)金融發(fā)展綜合水平

為了更為清晰直觀地反映上述的結(jié)果，把表4轉(zhuǎn)換為圖1，其中虛線代表金融的綜合發(fā)展水平，實(shí)線代表金融發(fā)展趨勢(shì)。

圖1 我國(guó)金融發(fā)展綜合水平

從表3看出，我國(guó)金融市場(chǎng)結(jié)構(gòu)對(duì)金融發(fā)展水平的貢獻(xiàn)度最大，其次是金融發(fā)展效率和規(guī)模。圖1表明，我國(guó)金融發(fā)展綜合水平形態(tài)呈現(xiàn)出極為平緩的“U”字型，并表現(xiàn)出一定的季節(jié)波動(dòng)性和往復(fù)的周期性，主要是由于金融業(yè)是對(duì)于實(shí)體經(jīng)濟(jì)的一個(gè)補(bǔ)充，其發(fā)展在根本上受到我國(guó)整體經(jīng)濟(jì)形勢(shì)和財(cái)政貨幣政策因素的制約。單從2008—2015年金融綜合水平的變化來看，其變化方向與我國(guó)整體經(jīng)濟(jì)形勢(shì)是相一致的，由于我國(guó)相繼受到金融危機(jī)、歐債危機(jī)的沖擊，經(jīng)濟(jì)增速下滑，市場(chǎng)整體疲軟，我國(guó)采取強(qiáng)有力的“4萬億”經(jīng)濟(jì)刺激，實(shí)行較為寬松的財(cái)政貨幣政策，來減緩社會(huì)投資下滑，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇，而且伴隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)調(diào)整進(jìn)入新常態(tài)，近年來經(jīng)濟(jì)增速保持中高速平穩(wěn)增長(zhǎng)，這有利于促進(jìn)我國(guó)金融綜合水平的提升。

2 實(shí)證分析

2.1 模型設(shè)定

VAR模型常用來分析多元時(shí)間序列分析中幾個(gè)變量的共同變動(dòng)作用，因此采用VAR模型來研究金融發(fā)展水平（FCL）與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（g）之間的具體關(guān)系，其中我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率（以上年為基期）的數(shù)據(jù)來源于中國(guó)統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站。

VAR模型設(shè)定如下：

其中，t為樣本個(gè)數(shù)，p為滯后階數(shù)，Yt為2維內(nèi)生變量的列向量，由FCL、g這兩個(gè)變量組成，B為外生變量，α為待估的系數(shù)矩陣，εt為誤差向量。

2.2 單位根檢驗(yàn)

單位根檢驗(yàn)是對(duì)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，是后期進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)和建立VAR模型的基礎(chǔ)。本文利用ADF檢驗(yàn)法在99.5%的置信水平下對(duì)數(shù)據(jù)變量進(jìn)行平穩(wěn)性分析。首先對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的原始數(shù)據(jù)取對(duì)數(shù)變換，數(shù)據(jù)處理軟件為Eviews8.0，輸出結(jié)果如表5所示。

表5 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

由表5可見，變量g原序列不平穩(wěn)，但是其一階差分是平穩(wěn)的，變量為一階單整的，F(xiàn)CL原序列是平穩(wěn)的，可以進(jìn)行協(xié)整分析。

2.3 確定最優(yōu)滯后階數(shù)

滯后階數(shù)結(jié)果如表6所示。

表6 滯后階數(shù)結(jié)果

依據(jù)AIC和SC準(zhǔn)則，確定模型最優(yōu)滯后階數(shù)p=1,因此建立VAR（1）模型。

2.4 協(xié)整檢驗(yàn)

采用Johansen極大似然估計(jì)法進(jìn)行這兩個(gè)序列之間的協(xié)整關(guān)系分析。如果變量不平穩(wěn)，則變量間同階單整，而且變量之間的某種線性組合是平穩(wěn)的，則稱這兩個(gè)變量是協(xié)整的。

表7 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

從表7中可以看出，在99.5%的置信水平下，變量金融綜合水平和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率之間存在1個(gè)協(xié)整關(guān)系。

2.5 格蘭杰因果關(guān)系分析

為了避免偽回歸現(xiàn)象的發(fā)生，運(yùn)用格蘭杰關(guān)系對(duì)這兩個(gè)變量之間的因果關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表8所示。

表8 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

由表8可知，在99.5%的置信水平下，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率和金融綜合水平存在單向因果關(guān)系，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)可以帶動(dòng)金融發(fā)展的綜合水平提升，但是金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用非常微弱。

2.6 脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

首先對(duì)模型的穩(wěn)定性進(jìn)行檢驗(yàn)，軟件輸出結(jié)果如圖2所示。

VAR模型的所有單位根全部落在單位圓內(nèi)，因此模型是穩(wěn)定的，可以對(duì)VAR模型進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析。

采用脈沖響應(yīng)函數(shù)法來反映VAR模型中兩變量之間的相互影響，也就是給每個(gè)自變量一個(gè)新息量的沖擊，來研究相應(yīng)因變量的變動(dòng)效果。

圖2 模型穩(wěn)定性檢驗(yàn)

圖3為隨時(shí)間變化的脈沖響應(yīng)圖，圖4為隨時(shí)間變化的方差分解圖，其中縱軸分別反映內(nèi)生變量對(duì)脈沖沖擊的反應(yīng)程度以及兩者之間的解釋能力，橫軸代表滯后階數(shù)，本文取10期。

圖3 金融綜合水平與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的脈沖響應(yīng)圖

圖3(a)顯示，當(dāng)期給定經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率g一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息沖擊時(shí)，F(xiàn)CL在第1期就產(chǎn)生較弱的負(fù)效應(yīng)，在第2期跌落到最低點(diǎn)-0.05，然后在第3期逐漸反彈，收斂到第10期，但是始終未能突破0水平線，其慣性增長(zhǎng)動(dòng)力不強(qiáng)。圖4(a)顯示，金融發(fā)展受到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素影響的解釋能力較高，總體解釋度高達(dá)40%。

圖3(b)顯示，當(dāng)期給金融綜合水平FCL自身一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息沖擊時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)立即產(chǎn)生較強(qiáng)的負(fù)效應(yīng)，在第2期跌落到-0.4附近，其負(fù)效應(yīng)強(qiáng)度是金融發(fā)展受到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的8倍左右，在第3期之后逐漸收斂到0，而且圖4(b)顯示，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)受到金融發(fā)展因素影響的解釋能力非常低，總體解釋度還不足10%。

圖4 金融綜合水平與經(jīng)濟(jì)增比的方差分解圖

通過上述分析，可以看出：

（1）我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和金融發(fā)展存在著明顯的非對(duì)稱效應(yīng)。兩者之間存在單向關(guān)系，金融發(fā)展并沒有實(shí)質(zhì)性地推動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。但是我國(guó)經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期快速增長(zhǎng)對(duì)金融市場(chǎng)發(fā)展產(chǎn)生了一定的引致性服務(wù)需求，這要求我國(guó)進(jìn)一步推動(dòng)金融改革調(diào)整，與我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)相配套，提升金融發(fā)展綜合水平，以滿足經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的需要。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中，我國(guó)建立并逐步完善股票市場(chǎng)、深化銀行體制改革，我國(guó)存貸款總量迅速增加等都是我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)帶來的引致性需求效應(yīng)的集中體現(xiàn)。

（2）金融綜合水平在受到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的沖擊時(shí)，在經(jīng)過較短的緩沖之后逐漸反彈收斂，而且負(fù)效應(yīng)較小，這意味著我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)金融發(fā)展產(chǎn)生了相應(yīng)的引致性服務(wù)需求。這推動(dòng)了金融自身的不斷完善，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但是持續(xù)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)金融發(fā)展的慣性作用相對(duì)不強(qiáng)。而與之相對(duì)應(yīng)的，我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在受到金融發(fā)展沖擊時(shí)產(chǎn)生了較強(qiáng)的負(fù)效應(yīng)，而且其受金融發(fā)展因素影響的解釋度較低。這表明兩者之間并沒有直接的因果關(guān)系，說明我國(guó)金融發(fā)展對(duì)帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)聯(lián)作用極其微弱，這可能與我國(guó)存在較為嚴(yán)重的“金融抑制”和傳統(tǒng)的要素驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式相關(guān)。

3 金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)無有效作用的內(nèi)在原因

我國(guó)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在單向關(guān)系，但是金融發(fā)展為何未對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生有效帶動(dòng)作用需要進(jìn)一步探究。本文運(yùn)用自回歸分布滯后（ARDL）模型對(duì)其內(nèi)在的原因進(jìn)行分析。

把金融發(fā)展水平分解為金融發(fā)展規(guī)模、效率及市場(chǎng)結(jié)構(gòu)，將其作為自變量，把經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度作為因變量，由于各個(gè)變量經(jīng)過一階差分變換后平穩(wěn)，因此構(gòu)建如下的ARDL模型：

分析軟件為Eviews 8.0，輸出結(jié)果如表9所示。

表9 ARDL模型回歸結(jié)果

其中，R-squared=0.9375，Adjusted R-squared=0.8977，F(xiàn)-statistic=23.5689，Prob(F-statistic)=0。

從表9可以看出，模型擬合優(yōu)度較高，調(diào)整后的相關(guān)系數(shù)在90%左右，模型整體顯著，而且各個(gè)變量在90%的置信水平下顯著。因此模型具有較高可信度。

從各個(gè)變量的系數(shù)來看，F(xiàn)IR、FIR（-1）都為正向關(guān)系，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到促進(jìn)作用，而FE、FE（-1)、FS（-1）都為負(fù)向關(guān)系，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生抑制作用。雖然金融規(guī)模對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有正的貢獻(xiàn)度，但是金融發(fā)展效率、金融市場(chǎng)結(jié)構(gòu)抵消了金融規(guī)模對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的帶動(dòng)作用，因此導(dǎo)致我國(guó)金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用沒有得到實(shí)質(zhì)性的發(fā)揮。說明我國(guó)金融發(fā)展效率相對(duì)低下和金融市場(chǎng)結(jié)構(gòu)不合理已經(jīng)成為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的一個(gè)重要阻礙。同時(shí)驗(yàn)證了我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中存在較為嚴(yán)重的金融抑制現(xiàn)象，這與我國(guó)整體的金融市場(chǎng)環(huán)境密不可分。比如我國(guó)金融市場(chǎng)機(jī)制尚未健全，利率尚未實(shí)現(xiàn)市場(chǎng)化，導(dǎo)致企業(yè)的資金信貸的成本較高，降低了企業(yè)貸款和社會(huì)投資的積極性；以政府為主導(dǎo)的投資模式、我國(guó)國(guó)有銀行在整個(gè)金融市場(chǎng)結(jié)構(gòu)中居于支配地位，造成我國(guó)銀行在項(xiàng)目選擇上忽視項(xiàng)目的投資收益而是更多地受制于政府的管控，造成金融發(fā)展效率低下；股市的投機(jī)性成分太高，其市場(chǎng)價(jià)格偏離經(jīng)濟(jì)發(fā)展實(shí)際等，這些消極因素造成我國(guó)金融市場(chǎng)資源配置扭曲，傳導(dǎo)到實(shí)體經(jīng)濟(jì)，對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生一定的擠出效應(yīng)。因此破除我國(guó)存在的“金融抑制”，有效發(fā)揮金融對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的支持作用才能更好實(shí)現(xiàn)我國(guó)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的互動(dòng)關(guān)聯(lián)。

4 結(jié)束語

當(dāng)前我國(guó)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)兩者之間呈現(xiàn)單向關(guān)系，集中表現(xiàn)為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)金融市場(chǎng)服務(wù)產(chǎn)生一定的引致性需求效應(yīng)，帶動(dòng)金融市場(chǎng)創(chuàng)新，而金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用及其微小。這主要是由于我國(guó)存在較為嚴(yán)重的金融市場(chǎng)抑制，金融發(fā)展效率較為低下，金融市場(chǎng)結(jié)構(gòu)尚不能與我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)相適應(yīng)。而伴隨我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)動(dòng)力的調(diào)整，改變傳統(tǒng)的要素驅(qū)動(dòng)，這導(dǎo)致對(duì)金融市場(chǎng)產(chǎn)生較高層次的派生型需求。因此我國(guó)政府應(yīng)積極推動(dòng)金融市場(chǎng)化改革，破除金融發(fā)展的制度性障礙，促進(jìn)培育多元化綜合金融市場(chǎng)，鼓勵(lì)金融市場(chǎng)的供給端創(chuàng)新，逐漸推動(dòng)利率市場(chǎng)化和完善銀行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制，規(guī)范金融市場(chǎng)，充分降低金融市場(chǎng)的交易成本和投機(jī)程度，以帶動(dòng)實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

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